(Luận văn) điểm gãy cấu trúc trong mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và chênh lệch lãi suất thực

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO t to ng TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH hi ep w n lo ad ju y th TRẦN BẢO QUỐC yi pl n ua al n va ĐIỂM GÃY CẤU TRÚC TRONG MỐI QUAN HỆ GIỮA ll fu TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC VÀ CHÊNH LỆCH LÃI SUẤT THỰC oi m Tài Chính Ngân Hàng 60340201 z Mã số: at nh Chuyên ngành: z ht vb k jm gm om l.c LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ n n va PGS TS Nguyễn Thị Liên Hoa a Lu NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC y te re Thành phố Hồ Chí Minh – năm 2014 t to ng LỜI CAM ĐOAN hi ep Tôi xin cam đoan luận văn thạc sĩ “Điểm gãy cấu trúc mối quan hệ tỷ w n giá hối đoái thực chênh lệch lãi suất thực” cơng trình nghiên cứu cá nhân lo ad hướng dẫn khoa học PGS.TS Nguyễn Thị Liên Hoa Các số liệu sử y th dụng luận văn trung thực, có nguồn gốc trích dẫn rõ ràng Bên cạnh đó, ju luận văn cịn sử dụng số thơng tin, ý kiến đánh giá từ nghiên cứu yi pl học giả khác nêu rõ phần tài liệu tham khảo Kết nghiên n ua al cứu chưa công bố cơng trình khác va n Tp Hồ Chí Minh, tháng 10 năm 2014 fu ll Tác giả oi m at nh z z ht vb Trần Bảo Quốc k jm om l.c gm n a Lu n va y te re MỤC LỤC t to ng TRANG PHỤ BÌA hi LỜI CAM ĐOAN ep MỤC LỤC w DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU n lo DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ ad TĨM TẮT ju y th CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU yi CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY VỀ MỐI QUAN HỆ GIỮA TỶ GIÁ THỰC VÀ LÃI SUẤT THỰC pl ua al 2.1 Cơ sở lý thuyết 2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm trước n n va 2.2.1 Nhóm nghiên cứu chưa tìm chứng khẳng định mối quan hệ tỷ giá thực chênh lệch lãi suất thực fu ll 2.2.1.1 Nghiên cứu Campell Clarida (1987) m oi 2.2.1.2 Nghiên cứu Messe Rogoff (1988) nh 2.2.1.3 Nghiên cứu Edison & Pauls (1993) at 2.2.1.4 Nghiên cứu Perron (1989) 10 z z 2.2.2 Nhóm nghiên cứu khẳng định mối quan hệ dài hạn tỷ giá thực – chênh lệch lãi suất thực 11 ht vb 2.2.2.1 Nghiên cứu Edison, H J W.R Melick (1999) 11 jm 2.2.2.2 Nghiên cứu Nakagawa, H., (2002) 12 k gm 2.2.2.3 Nghiên cứu Kanas, A., (2005) 13 l.c 2.2.2.4 Nghiên cứu Joseph P Byrne Jun Nagayasu., (2010) 14 om CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 16 3.1 Mơ hình lý thuyết 16 a Lu 3.2 Mô tả liệu nghiên cứu 18 n 3.3 Phương pháp ước lượng 20 y 3.2.2.2 Lãi suất thực hậu nghiệm (Ex post) 20 te re 3.2.2.1 Lãi suất thực tiên nghiệm (Ex ante) 19 n 3.2.2 Lãi suất thực 19 va 3.2.1 Tỷ giá hối đoái thực qt 18 3.3.1 Kiểm định tính dừng chuỗi liệu 22 t to 3.3.1.1 Hướng tiếp cận truyền thống 23 ng 3.3.1.2 Kiểm định tính dừng có xem xét đến điểm gãy cấu trúc 24 hi 3.3.2 Kiểm định đồng liên kết 25 ep 3.3.2.1 Hướng tiếp cận truyền thống 26 3.3.2.2 Hướng tiếp cận theo đề xuất Saikkonen Lütkepohl 27 w n 3.3.3 Mơ hình vector hiệu chỉnh sai số VECM 29 lo ad CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM 30 y th 4.1 Kết nghiên cứu thực nghiệm trường hợp Việt Nam – Mỹ 30 ju 4.1.1 Kết kiểm định nghiệm đơn vị 30 yi 4.1.1.1 Kiểm định nghiệm đơn vị theo hướng tiếp cận truyền thống 31 pl ua al 4.1.1.2 Kết kiểm định nghiệm đơn vị S & L 33 4.1.2 Kiểm định đồng liên kết 39 n va 4.1.2.1 Phép kiểm định đồng liên kết Johansen 39 n 4.1.2.2 Kết phép kiểm định đồng liên kết S & L 41 fu ll 4.1.3 Ước lượng mối quan hệ dài hạn tỷ giá thực USD/VND chênh lệch lãi suất thực hai quốc gia Việt Nam – Mỹ 47 oi m nh 4.1.3.1 Mơ hình ước lượng VECM 47 at 4.1.3.2 Kiểm định tính ổn định mơ hình 49 z 4.2 Mở rộng nghiên cứu với chứng đa quốc gia 51 z ht vb 4.2.1 Kiểm định nghiệm đơn vị 51 jm 4.2.1.1 Kiểm định ADF 51 k 4.2.1.2 Kiểm định DF – GLS 53 gm 4.2.1.3 Kiểm định S & L Test 55 l.c 4.2.2 Kiểm định đồng liên kết 57 om 4.2.2.1 Kiểm định đồng liên kết Johansen 57 a Lu 4.2.2.2 Kiểm định S & L 58 4.3 Tổng kết chương 59 n y te re PHỤ LỤC n DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO va CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN 61 t to DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU ng hi ep Bảng Tên bảng w n Bảng 4.1 lo ad Kết kiểm định nghiệm đơn vị ADF trường hợp Việt Nam - Mỹ 31 Kết kiểm định nghiệm đơn vị DF-GLS trường hợp Việt Nam - Mỹ 33 ju y th Bảng 4.2 Trang Kết kiểm định nghiệm đơn vị S&L trường hợp Việt Nam - Mỹ Bảng 4.4 Kết kiểm định đồng liên kết Johansen Trace Test trường hợp Việt Nam - Mỹ Bảng 4.5 Kết kiểm định đồng liên kết S&L không xem xét đến điểm gãy cấu trúc trường hợp Việt Nam - Mỹ Bảng 4.6 Kết kiểm định đồng liên kết S&L có xem xét đến điểm gãy cấu trúc trường hợp Việt Nam - Mỹ Bảng 4.7 Kết ước lượng mơ hình VECM Bảng 4.8 Kết kiểm định nghiệm đơn vị ADF trường hợp mở rộng Bảng 4.9 Kết kiểm định nghiệm đơn vị DF-GLS trường hợp mở rộng Bảng 4.10 Kết kiểm định nghiệm đơn vị S&L trường hợp mở rộng Bảng 4.11 Kết kiểm định đồng liên kết Johansen cho trường hợp mở rộng Bảng 4.12 Kết kiểm định S & L có xét đến điểm gãy cấu trúc cho trường hợp Thái Lan 34 yi Bảng 4.3 pl ua al 39 n n va ll fu 42 m oi 43 at nh z 47 z ht vb k jm 52 gm 54 om l.c 55 n a Lu n va 57 y te re 58 t to DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ ng hi ep Hình Tên hình Trang w 37 Hình 4.2 Đồ thị biến động chuỗi lãi suất thực Việt Nam 37 Hình 4.3 Đồ thị biến động chuỗi lãi suất thực Mỹ 38 n Đồ thị biến động chuỗi tỷ giá thực USD/VND lo Hình 4.1 ad ju y th yi Kết kiểm định đồng liên kết chuỗi lãi suất thực tiên nghiệm Việt Nam Mỹ Hình 4.5 Kết kiểm định đồng liên kết chuỗi tỷ giá thực lãi suất thực tiên nghiệm có xét đến điểm gãy cấu trúc Hình 4.6 Kiểm định đồng liên kết chuỗi tỷ giá thực lãi suất thực hậu nghiệm có xét đến điểm gãy cấu trúc Hình 4.7 Kiểm định eigenvalue kiểm định thống kê Tau với liệu tiên nghiệm Hình 4.8 Kiểm định eigenvalue kiểm định thống kê Tau với liệu hậu nghiệm pl Hình 4.4 n ua al 40 va 45 n ll fu m 46 oi at nh z 49 z vb ht 50 k jm om l.c gm n a Lu n va y te re t to TÓM TẮT ng hi ep Bài nghiên cứu tiến hành nhằm kiểm định thực nghiệm mối quan hệ dài w hạn tỷ giá hối đoái thực chênh lệch lãi suất thực có xem xét đến điểm n lo gãy cấu trúc xuất chuỗi liệu ad y th Đầu tiên, tác giả kiểm định mối quan hệ tỷ giá hối đoái thực USD/VND với ju chênh lệch lãi suất thực Việt Nam Mỹ Sau mở rộng nghiên cứu yi pl số quốc gia khác khu vực Châu Á gồm Malaysia, Hongkong, Indonesia, ua al Nhật Bản, Philippine Thái Lan nhằm củng cố kết tìm Điểm đặc biệt n nghiên cứu có xem xét đến vai trò điểm gãy cấu trúc chuỗi va n liệu Rõ ràng chuỗi liệu theo thời gian có xuất điểm gãy cấu trúc fu ll kết kiểm định bị sai lệch Do nghiên cứu áp dụng song m oi song hai phương pháp: phương pháp kinh tế lượng truyền thống kiểm định at nh nghiệm đơn vị ADF, DF-GLS, kiểm định đồng liên kết Johansen Cointergration z Test phương pháp có tính đến điểm gãy cấu trúc kiểm định nghiệm đơn z vb vị S & L Test, kiểm định đồng liên kết S & L (Được đề xuất Saikkonen ht Lütkepohl) Từ đưa kết cuối nêu lên vai trò điểm gãy jm k cấu trúc việc đưa mối quan hệ dài hạn tỷ giá hối đoái thực – chênh l.c gm lệch lãi suất thực hai quốc gia om Sau thực nghiên cứu thực nghiệm, tác giả nhận thấy rằng: Tồn mối quan a Lu hệ dài hạn tỷ giá hối đoái thực chênh lệch lãi suất thực hai quốc gia điểm gãy cấu trúc có vai trị quan trọng việc khẳng định mối quan hệ n định truyền thống khơng tìm mối quan hệ tỷ giá thực với chênh lệch y trường hợp Việt Nam – Mỹ Thái Lan – Mỹ, tiếp cận phương pháp kiểm te re tìm thấy chí chưa đưa điểm gãy cấu trúc vào mơ hình Trong n với Mỹ mối quan hệ lãi suất thực chênh lệch lãi suất thực va Ở quốc gia Malaysia, Hongkong, Indonesia, Nhật Bản Philippine đối lãi suất thực Tác giả tiến hành kiểm định theo phương pháp với điểm gãy cấu t to trúc đưa vào mô hình kiểm định mối quan hệ tỷ giá thực – ng chênh lệch lãi suất thực khẳng định với mức độ tin cậy cao Điều giúp hi ep tác giả đến kết luận cuối tồn mối quan hệ dài hạn tỷ giá thực chênh lệch lãi suất thực hai quốc gia w n lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU t to Ngày nay, phủ quốc gia, tổ chức tài chính, chun gia kinh tế, cơng ty ng hi chí cá nhân quan tâm đến vấn đề tỷ giá hối đối đại ep lượng có ảnh hưởng lớn đến hoạt động đối tượng Lý thuyết tài quốc tế lạm phát, lãi suất, thu nhập, kỳ vọng thị trường vào tỷ w n giá tương lai nhân tố tác động lên tỷ giá hối đối Trong lý thuyết lo ad ngang giá lãi suất khơng phịng ngừa (UIP) hay hiệu ứng Fisher quốc tế (IFE) nói y th tỷ giá giao đồng tiền so với đồng tiền khác thay đổi theo ju sai biệt lãi suất hai nước Dựa lý thuyết tài quốc tế này, số yi pl nghiên cứu Campbell Clarida (1987), Meese Rogoff năm (1988) al ua Edison Pauls (1993) cố gắng tìm mối quan hệ tỷ giá thực chênh lệch n lãi suất thực hai quốc gia Tuy nhiên nghiên cứu lại cho va n kết không giống Vì chưa đủ tính thống để kết luận lý thuyết fu ll mối quan hệ tỷ giá thực – chênh lệch lãi suất thực xác mặt thực tiễn oi m nh Một vấn đề khác quan tâm nghiên cứu mối quan hệ dài hạn at biến số tài quốc tế mặt phương pháp kinh tế lượng Perron z (1989) việc lựa chọn mơ hình khơng phù hợp việc xuất cú z vb sốc bất thường chuỗi liệu dẫn đến kết thống kê tìm bị ht jm sai lệch Các phép kiểm định nghiệm đơn vị phép kiểm đồng liên kết truyền k thống đưa kết khơng xác chuỗi liệu thời gian gm l.c có xuất điểm gãy cấu trúc Ngày với phát triển Toán kinh tế khoa om học máy tính, nhiều mơ hình kinh tế lượng đề xuất xây dựng, cho phép a Lu xuất điểm gãy cấu trúc mơ hình, mang lại kết kiểm định mạnh n bền vững Điều góp phần khắc phục điểm yếu mơ hình n va trước đây, làm gia tăng độ tin cậy ý nghĩa thống kê kết tìm Nam số lượng cịn Chính điều thúc đẩy tác giả áp dụng phương pháp y triển Những nghiên cứu thực nghiệm quốc gia phát triển Việt te re Bên cạnh nghiên cứu trước thực quốc gia phát kiểm định để tìm mối quan hệ dài hạn hạn tỷ giá hối đoái thực t to chênh lệch lãi suất thực hai quốc gia, Việt Nam Mỹ, sau ng mở rộng số quốc gia khác nhằm củng cố kết tìm hi ep Mục tiêu nghiên cứu nghiên cứu kiểm định mối quan hệ cân w dài hạn tỷ giá thực chênh lệch lãi suất thực Để làm điều đó, n nghiên cứu cần phải giải vấn đề sau: lo ad  Thứ nhất: Xem xét vấn đề tính dừng chuỗi liệu sử dụng y th trong nghiên cứu gồm chuỗi tỷ giá thực lãi suất thực ju yi  Thứ hai: chuỗi tỷ giá thực lãi suất thực có tồn mối quan hệ pl đồng liên kết hay không? ua al n Dữ liệu cho nghiên cứu bao gồm tỷ giá hối đoái, số giá CPI lãi suất danh va n nghĩa Những liệu thu thập từ sở liệu Quỹ Tiền Tệ Thế Giới ll fu (IMF) Đối với Việt Nam chuỗi tỷ giá USD/VND, số giá CPI lãi suất oi m lấy theo tháng từ tháng 1/1996 tháng 5/2014 Cho trường hợp mở at nh rộng quốc gia khác gồm Malaysia, Hongkong, Indonesia, Nhật Bản, Philippine Thái Lan, chuỗi liệu thu thập từ tháng 1/1994 đến tháng z z 5/2014 ht vb jm Bài nghiên cứu thực thông qua hai phương pháp tiếp cận tiến hành k đồng thời Một mặt tác giả sử dụng phương pháp nghiên cứu truyền thống gồm gm phép kiểm định: kiểm định tính dừng, kiểm định đồng liên kết không xem xét đến om l.c điểm gãy cấu trúc Mặt khác tác giả sử dụng hướng tiếp cận theo đề xuất Saikkonen Lütkepohl (2000, 2002) thực lại kiểm định mà có xem a Lu xét đến điểm gãy cấu trúc Sau thực kiểm định tác giả sử dụng mô n n y te re biến số mơ hình trường hợp Việt Nam – Mỹ va hình VECM nhằm hồi quy hệ số phương trình thể mối quan hệ dài hạn PHỤ LỤC t to Kết kiểm định tính dừng ng hi 1.1 Kiểm định tính dừng ADF Test ep 1.1.1 Đối với chuỗi tỷ giá thực USD/VND w n  Chuỗi gốc lo ad Null Hypothesis: QT has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic based on AIC, MAXLAG=12) ju y th yi pl n ua al Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level Prob.* 0.077947 -3.460173 -2.874556 -2.573784 0.9634 n va t-Statistic ll fu *MacKinnon (1996) one-sided p-values oi m at nh z  Chuỗi sai phân bậc z ht vb Null Hypothesis: D(QT) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic based on AIC, MAXLAG=12) 0.0000 om l.c n a Lu *MacKinnon (1996) one-sided p-values -12.91840 -3.460173 -2.874556 -2.573784 Prob.* gm Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level k jm t-Statistic n va y te re t to 1.1.2 Đối với chuỗi lãi suất thực USD ng hi  Chuỗi gốc ep Null Hypothesis: RUS_POST has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic based on AIC, MAXLAG=12) w n lo ad ju y th Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level yi pl t-Statistic Prob.* -1.214738 -3.460035 -2.874495 -2.573751 0.6684 al n ua *MacKinnon (1996) one-sided p-values n va ll fu oi m  Chuỗi sai phân bậc nh at Null Hypothesis: D(RUS_POST) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic based on AIC, MAXLAG=12) z z vb Prob.* ht t-Statistic 0.0000 om l.c gm -11.35484 -3.460313 -2.874617 -2.573817 k *MacKinnon (1996) one-sided p-values jm Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level n a Lu n va y te re 1.1.3 Đối với chuỗi lãi suất thực VND t to  Chuỗi gốc ng hi Null Hypothesis: RVN_POST has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 12 (Automatic based on AIC, MAXLAG=12) ep w Prob.* -2.435621 -3.461783 -2.875262 -2.574161 0.1333 n t-Statistic lo ad Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level ju y th yi pl *MacKinnon (1996) one-sided p-values n ua al n va ll fu oi m  Chuỗi sai phân bậc nh at Null Hypothesis: D(RVN_POST) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 11 (Automatic based on AIC, MAXLAG=12) z z vb Prob.* ht t-Statistic 0.0002 om l.c gm -4.639079 -3.461783 -2.875262 -2.574161 k *MacKinnon (1996) one-sided p-values jm Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level n a Lu n va y te re 1.2 Kiểm định tính dừng DF – GLS Test t to 1.2.1 Đối với chuỗi tỷ giá thực USD/VND ng hi  Chuỗi gốc ep Null Hypothesis: QT has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic based on AIC, MAXLAG=12) w n lo t-Statistic ad -0.252064 -2.575564 -1.942282 -1.615734 ju y th Elliott-Rothenberg-Stock DF-GLS test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level yi pl al n ua *MacKinnon (1996) n va ll fu oi m at nh  Chuỗi sai phân bậc z Null Hypothesis: D(QT) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 11 (Automatic based on AIC, MAXLAG=12) z ht vb -0.760837 -2.576127 -1.942361 -1.615684 om l.c gm n a Lu *MacKinnon (1996) k jm Elliott-Rothenberg-Stock DF-GLS test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level t-Statistic n va y te re 1.2.2 Đối với chuỗi lãi suất thực USD t to  Chuỗi gốc ng hi Null Hypothesis: RUS_POST has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic based on AIC, MAXLAG=12) ep w t-Statistic n lo -0.401832 -2.575516 -1.942276 -1.615738 ad Elliott-Rothenberg-Stock DF-GLS test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level ju y th yi pl *MacKinnon (1996) n ua al n va ll fu  Chuỗi sai phân bậc m oi Null Hypothesis: D(RUS_POST) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic based on AIC, MAXLAG=12) at nh z z t-Statistic ht -11.18368 -2.575613 -1.942289 -1.615730 k jm om l.c gm *MacKinnon (1996) vb Elliott-Rothenberg-Stock DF-GLS test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level n a Lu n va y te re 1.2.3 Đối với chuỗi lãi suất thực VND t to  Chuỗi gốc ng hi Null Hypothesis: RVN_POST has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 12 (Automatic based on AIC, MAXLAG=12) ep w t-Statistic n lo -0.429753 -2.576127 -1.942361 -1.615684 ad Elliott-Rothenberg-Stock DF-GLS test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level ju y th yi pl *MacKinnon (1996) n ua al n va  Chuỗi sai phân bậc fu ll Null Hypothesis: D(RVN_POST) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 11 (Automatic based on AIC, MAXLAG=12) oi m nh at t-Statistic z z ht vb -0.604073 -2.576127 -1.942361 -1.615684 k jm Elliott-Rothenberg-Stock DF-GLS test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level om l.c gm *MacKinnon (1996) n a Lu n va y te re 1.3 Kiểm định tính dừng S&L Test t to 1.3.1 Đối với chuỗi tỷ giá thực USD/VND ng hi  Chuỗi gốc ep UR Test with structural break for series: QT [1996 M4, 2014 M5], T = 218 number of lags (1st diff): sample range: w n -0.7529 lo value of test statistic: ad used break date: 2011 M2 y th shiftfunction: shift dummy ju time trend included yi pl critical values (Lanne et al 2002): T 1% 5% 10% n ua al - -3.55 -3.03 -2.76 n 1000 va - fu ll - oi m at nh  Chuỗi sai phân bậc z UR Test with structural break for series: QT_d1 [1996 M3, 2014 M5], T = 219 number of lags (1st diff): z sample range: shiftfunction: shift dummy 5% 10% -3.55 -3.03 -2.76 y te re - n 1000 va - n 1% a Lu - om critical values (Lanne et al 2002): l.c time trend included T gm 2011 M2 k used break date: jm -4.4352 ht vb value of test statistic: 1.3.2 Đối với chuỗi lãi suất thực USD t to  Chuỗi gốc ng hi UR Test with structural break for series: RUSPOST ep sample range: [1996 M2, 2014 M5], T = 220 number of lags (1st diff): w -2.1178 n value of test statistic: lo 2009 M1 shiftfunction: shift dummy ad used break date: y th ju time trend included yi critical values (Lanne et al 2002): pl - ua 1% al T 5% 10% n -3.55 va 1000 -3.03 -2.76 n ll fu - m oi  Chuỗi sai phân bậc nh at UR Test with structural break for series: RUSPOST_d1 [1996 M4, 2014 M5], T = 218 number of lags (1st diff): z sample range: z shiftfunction: shift dummy 5% 10% -3.55 -3.03 -2.76 n - va 1000 n - a Lu 1% om - l.c critical values (Lanne et al 2002): gm time trend included T k 2009 M1 jm used break date: ht -10.7278 vb value of test statistic: y te re 1.3.3 Đối với chuỗi lãi suất thực VND t to  Chuỗi gốc ng hi UR Test with structural break for series: RVNPOST ep [1997 M3, 2014 M5], T = 207 number of lags (1st diff): 12 sample range: -2.2860 w value of test statistic: n 2008 M6 shiftfunction: shift dummy lo used break date: ad y th time trend included ju critical values (Lanne et al 2002): yi 5% al 1% pl T 10% -3.55 -3.03 -2.76 va 1000 n ua - n - ll fu oi m nh  Chuỗi sai phân bậc at UR Test with structural break for series: RVNPOST_d1 z [1997 M2, 2014 M5], T = 208 number of lags (1st diff): 11 z sample range: -3.6275 shiftfunction: shift dummy k 2008 M6 jm used break date: ht vb value of test statistic: 5% 10% -3.03 -2.76 y te re - n -3.55 va 1000 n - a Lu 1% om - l.c critical values (Lanne et al 2002): T gm time trend included Kết kiểm định đồng liên kết t to 2.1 Kiểm định Johansen Trace Test ng hi  Chuỗi tỷ giá thực, lãi suất thực Việt Nam lãi suất thực Mỹ ep Sample (adjusted): 1996M05 2014M05 Included observations: 217 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: RVN_POST RUS_POST QT Lags interval (in first differences): to w n lo ad y th ju Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) yi Eigenvalue ua al 0.064353 0.029706 4.02E-05 n n va None At most At most pl Hypothesized No of CE(s) Trace Statistic 0.05 Critical Value Prob.** 20.98677 6.552568 0.008713 29.79707 15.49471 3.841466 0.3585 0.6302 0.9253 fu ll Trace test indicates no cointegration at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values oi m at nh z k jm 15.49471 3.841466 y te re Trace test indicates no cointegration at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values 0.0619 0.7188 n 14.87196 0.129662 va 0.065681 0.000597 Prob.** n 0.05 Critical Value a Lu Eigenvalue Trace Statistic om l.c gm None At most ht Hypothesized No of CE(s) vb Sample (adjusted): 1996M05 2014M05 Included observations: 217 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: QT RVN_POST Lags interval (in first differences): to Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) z  Chuỗi tỷ giá thực lãi suất Việt Nam  Chuỗi tỷ giá thực lãi suất thực Mỹ t to ng hi ep Sample (adjusted): 1996M04 2014M05 Included observations: 218 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: QT RUS_POST Lags interval (in first differences): to Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) w n Eigenvalue Trace Statistic 0.05 Critical Value Prob.** 0.036551 0.000206 8.162302 0.044817 15.49471 3.841466 0.4482 0.8323 lo Hypothesized No of CE(s) ad y th ju None At most yi pl n ua al Trace test indicates no cointegration at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values n va ll fu  Lãi suất thực Việt Nam lãi suất thực Mỹ m oi Date: 09/07/14 Time: 16:01 Sample (adjusted): 1996M05 2014M05 Included observations: 217 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: RVN_POST RUS_POST Lags interval (in first differences): to at nh z z ht vb k jm Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) 0.05 Critical Value 0.048187 0.005194 11.84703 1.130059 15.49471 3.841466 Prob.** l.c 0.1644 0.2878 om n a Lu n va Trace test indicates no cointegration at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values None At most Eigenvalue Trace Statistic gm Hypothesized No of CE(s) y te re 2.2 Kiểm định S&L Trace Test có xem xét điểm gãy cấu trúc t to  Chuỗi tỷ giá thực USD/VND, lãi suất thực Việt Nam lãi suất thực Mỹ ng hi với điểm gãy tháng 2/2011 ep S&L Test for: qt rvnpost ruspost included dummy variables: shift2011m2 n [1996 M2, 2014 M5], T = 220 lo w sample range: ad included lags (levels): y th dimension of the process: ju trend and intercept included yi response surface computed: pl pval 90% ua LR al r0 95% 99% n 28.01 0.0580 3.91 0.9453 0.16 0.9861 26.07 28.52 33.50 13.88 15.76 19.71 5.47 6.79 9.73 n va ll fu oi m nh at  Chuỗi tỷ giá thực USD/VND, lãi suất thực Việt Nam lãi suất thực Mỹ z z với điểm gãy tháng 6/2008 vb rvnpost ruspost qt jm included dummy variables: shift2008m6 ht S&L Test for: [1996 M3, 2014 M5], T = 219 included lags (levels): k sample range: gm l.c dimension of the process: om trend and intercept included LR pval 90% 95% 99% 0.0425 26.07 28.52 33.50 4.87 0.8814 13.88 15.76 19.71 0.34 0.9551 5.47 6.79 9.73 y 29.06 te re n - va r0 n - a Lu response surface computed:  Chuỗi tỷ giá thực USD/VND lãi suất Việt Nam với điểm gãy tháng t to 6/2008 ng hi S&L Test for: qt rvnpost ep included dummy variables: shift2008m6 w sample range: [1996 M4, 2014 M5], T = 218 included lags (levels): n lo dimension of the process: ad trend and intercept included y th response surface computed: ju LR yi r0 pval 90% 95% 99% pl 0.24 13.88 15.76 19.71 0.9744 5.47 6.79 9.73 n va 0.0027 n 22.63 ua al - fu ll  Chuỗi tỷ giá thực USD/VND lãi suất Việt Nam với điểm gãy tháng m oi 2/2011 nh rvnpost qt at S&L Test for: z included dummy variables: shift2011m2 z [1996 M3, 2014 M5], T = 219 included lags (levels): ht vb sample range: jm dimension of the process: k gm trend and intercept included LR pval 90% 95% 99% 0.0032 13.88 15.76 19.71 0.43 0.9363 5.47 6.79 9.73 n va 22.28 n a Lu - om r0 l.c response surface computed: y te re Kết mơ hình VECM t to 3.1 Trường hợp chuỗi liệu tiền nghiệm ng hi ep VEC REPRESENTATION endogenous variables: qt rvnante rusante exogenous variables: deterministic variables: shift2008m6 CONST TREND endogenous lags (diffs): exogenous lags: sample range: [1996 M5, 2014 M4], T = 216 estimation procedure: Two stage 1st=Johansen approach, 2nd=OLS Estimated cointegration relation(s): ==================================== ec1(t-1) -qt (t-1) | 1.000 | (0.000) | {0.000} | [0.000] rvnante(t-1) | 0.065 | (0.024) | {0.007} | [2.677] rusante(t-1) | -0.075 | (0.048) | {0.119} | [-1.551] shift2008m6(t-1)| -0.014 | (0.003) | {0.000} | [-3.991] CONST | -0.011 | (0.004) | {0.003} | [-3.004] TREND(t-1) | 0.000 | (0.000) | {0.000} | [4.884] w n lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re t to 3.2 Trường hợp chuỗi liệu hậu nghiệm ng hi ep VEC REPRESENTATION endogenous variables: qt ruspost rvnpost exogenous variables: deterministic variables: shift2008m6 CONST TREND endogenous lags (diffs): exogenous lags: sample range: [1996 M5, 2014 M5], T = 217 estimation procedure: Two stage 1st=Johansen approach, 2nd=OLS Estimated cointegration relation(s): ==================================== ec1(t-1) -qt (t-1) | 1.000 | (0.000) | {0.000} | [0.000] ruspost(t-1) | -0.078 | (0.051) | {0.119} | [-1.539] rvnpost(t-1) | 0.073 | (0.026) | {0.005} | [2.808] shift2008m6(t-1)| -0.015 | (0.004) | {0.000} | [-4.190] CONST | -0.012 | (0.004) | {0.002} | [-3.104] TREND(t-1) | 0.000 | (0.000) | {0.000} | [4.991] w n lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re